Aleksandra Gawel, Wpływ czynników koniunkturalnych nabezrobocie wPosce 55
Aleksandra GAWEŁ"
Wpływ czynników koniunkturalnych na bezrobocie w Polsce
Utrzymującesię wysokie bezrobocie w Polscestało się bodźcem do badania związków między ogólną sytuacją koniunkturalną a przepływamimiędzy zatrud-nieniem a bezrobociem, mierzonymi wskaźnikami ilości bezrobotnych nowo rejestrowanych oraz wyrejestrowanychz tytułu podjęcia pracy. Celem analizy była identyfikacja występowania wahań koniunkturalnych w strumieniach bez-robocia oraz ocena wpływu ogólnej sytuacji koniunkturalnej w kraju na nie.
Bezrobocie — problem gospodarczy
Bezrobocie generuje negatywne zjawiska, jak obciążeniefinansówpaństwa kosztami walki z nim, obniżenie poziomu życia bezrobotnychi ich rodzin, nie-pełne wykorzystanie czynnika pracy. Bezrobocie ma jednak pewne pozytywne aspekty, zagrożenie utratą pracy zwiększa motywacje pracowników do lepszej, bardziej wydajnej pracy, mobilizuje ich do podnoszenia swoich kwalifikacji za-wodowych, co prowadzi do poprawy jakości czynnika pracy i zwiększa
efek-tywność gospodarki [E. Kwiatkowski, 2002, ss. 78-79].
Bezrobocie nie jest zjawiskiem jednorodnym. Elementarny podział wskazu-je na występowanie bezrobocia frykcyjnego,strukturalnego i koniunkturalnego.
Bezrobocie frykcyjne jest związane z krótkookresowym pozostawaniem bez pra-cy osób, które przestały pracowaću jednego pracodawpra-cy, a jeszcze nie podję-ły pracy u następnego [M. Socha, U. Sztanderska, 2002,ss.25-28]. Charakte-rystycznedla tego typu bezrobocia jest współwystępowanieosób bezrobotnych i wolnych miejsc pracy [J. Gogolewska, 2001, s. 469]. Bezrobocie struktural-ne wynika z niedopasowania struktur popytu na pracę i podaży pracy w sen-sie zawodowym czy regionalnym [M.Socha, U. Sztanderska, 2002,ss. 25-28]. Natomiast bezrobocie koniunkturalne wynika z ogólnej sytuacji makroekono-micznej, której zmiany składają się na cykl koniunkturalny. Czas recesji po-woduje ograniczanie produkcji zatrudnienia,zaś okres prosperity przyczynia się do powstawania nowych miejsc pracy [E. Kwiatkowski, 2002, ss. 58-60]. Bezrobocie oznacza, że liczba zatrudnionych pracowników jest niższa niż zasób pracy (I).
U=L-m, ©
gdzie: U — bezrobocie, L - zasób pracy, n— liczba pracujących.
56 GOSPODARKA NARODOWANr3/2003
Zasób pracy, utożsamiany z liczbą osób w wieku produkcyjnym,można trak-tować jak zmienną egzogeniczną, uzależnioną od czynników demograficznych i społecznych.
Natomiast liczba pracującychjest wypadkową popytu i podaży pracy. Po-pyt na pracę wynika z wielkości produkcji, technologii i nakładów kapitało-wych, co można przedstawić za pomocą tradycyjnej krzywej produkcji (2), która w większości ujęć modelowychjest funkcją Cobb-Douglasa ze stałymi efektami skali
Y = aK'L,PT, (2)
gdzie: Y — wielkość produkcji, K - nakład kapitału, L, — nakład pracy, T - tech-nologia, a, B - parametry równania.
W pracy zespołu prof. W. Welfe przyjęto, że popyt na pracę wynika z po-pytu na produkty, uzależnionego od ich cen realnych (3),z technologicznych możliwości produkcyjnych(4) oraz adaptacyjnych dostosowań na rynku pra-cy (5) (równ. 3, 4 i 5 za [W. Welfe, ..., 2001, ss. 86-89]).
NDT, = DXYWXN,, (3)
NK, = XKMT/WXNMT,, (4)
InND, = 29 + ajlnN,; + azlnNDT, + azlnNDT,,, + aglnZ, + aslnZ,,, (5)
gdzie:
NDT,- potencjalny popyt na pracujących odpowiadający popytowina do-bra krajowe (DX,) oraz wydajności pracy (WXN;),
NK, - potencjalny popyt na pracę odpowiadający potencjalnemu PKB przy pełnym wykorzystaniu maszyn i urządzeń (XKMT/WXNNT,).
ND, - efektywny popyt na pracujących uzależniony od potencjalnego po-pytu na pracę (NDT,) oraz nierównowagi na rynku pracy, gdzie Z, = LB/LZ,, LB - rejestrowane wolne miejsca pracy, LZ liczba osób poszukujących pracy.
Podaż pracy jest kształtowana przez egzogeniczny zasób pracy oraz po-ziom aktywności pracowników. Aktywność wynika z kształtowania się real-nych wynagrodzeńi efektów psychologiczreal-nych, wpływających na skłonność do pracy, w tym głównie czynników demoralizujących długookresowych bez-robotnych, którzy mogą nie wracać do pracyi na trwałe opuszczać zasób pra-cy. Związki te prezentują równania 6-7 [M. Balmaseda,..., s. 5 i nast.].
L = afw-p) — bu + t, (6)
Aleksandra Gaweł, Wpływ czymmików koniunkturalnych na bezrobocie w Polsce 57 gdzie:
w - wynagrodzenie nominalne, p - poziom cen,
7 - czynnik zmiany podaży pracy,
b — parametr pokazujący efekty oddziaływania bezrobocia na zasób pracy, jeśli długookresowi bezrobotni demoralizują się i odpływają z zasobu pracy, wówczas b >0, w innych przypadkachb < 0,
ne — oczekiwana liczba zatrudnionych, uzależniona od zasobu pracy i by pracowników w poprzednim okresie.
Bezrobocie a cykl koniunkturalny
Rynek pracy, tak jak cała gospodarka, podlega ciągłym zmianom. Na pro-cesy dynamiczne w gospodarce jednocześnie wpływają następujące czynniki [m.in. Z. Kowalczyk, 1982, ss. 43-44]:
-_ tendencja rozwojowa, rozumiana jako długookresowy trend rozwojowy, — wahania sezonowe, powtarzającesię najczęściej w układzie rocznym, — wahania przypadkowe, występującenieregularnie, w sposób trudny do
prze-widzenia,
- wahania koniunkturalne, pokazujące kilkuletnie wahania w poziomie ak-tywności gospodarczej.
Po II wojnie światowej charakter cyklu koniunkturalnego uległ wyraźnej zmianie jakościowej. Klasyczną definicję cyklu zaproponowali Arthur Burns i Wesley C.Mitchell w 1946 r. [przytoczone za EE. Kydland, E.C. Prescott, 1990,s. i nast.]. Mówiła ona,że cykl koniunkturalnyjesttypem wahań w wiel-kościach ekonomicznych występującym w gospodarkach, gdzie działają przed-siębiorstwa nastawione na zysk. Cykl składał się z czterech faz — ekspansji, re-cesji, kurczenia się i ożywienia. Fazy te były też określane jako prosperita, kryzys, depresja i ożywienie. Dwiez tych faz: ekspansja (prosperita) i ożywie-nie, cechują wzrostowyokres w gospodarce, natomiast w czasie pozostałych faz — recesji i kurczenia się (kryzysu i depresji), gospodarka przechodzi okres spadkowy.
Natomiast okres po II wojnie światowej przyniósł bardzo stabilny i szybki wzrost gospodarczy. Nie obserwowanojuż okresów spadku realnego poziomu PKB,zaś cykl koniunkturalny zaczął przejawiać się w wahaniach tempa wzro-stu gospodarki.
związku z tym została stworzonanowa definicja, zgodnie z którą cyklem koniunkturalnym są średniookresoweodchylenia od tendencji rozwojowej (m.in. JB. LongJr, Ch.I. Plosser, 1983, ss. 39-40]. Oznacza to, że przemienne wy-stępują okresy, gdy gospodarka jest na wyższym lub niższym poziomie, niż wynikato z długookresowegotrendu. Cykl koniunkturalny dotyka wszystkich aspektów życia gospodarczego. Współwystępują zmiany w wielu wskaźnikach ekonomicznych, które mają w miarę stałą sekwencję następujących po sobie wahań [R. Barczyk, 1989, s. 112]. Stała sekwencja wahań oznacza wspólny
58 GOSPODARKANARODOWANr 3/2003
(procykliczny) lub przeciwny (antycykliczny) kierunek zmian oraz przesunię-cia czasowe w wahaniach wielkości ekonomicznych.
Przesunięcia czasowe pozwalają na identyfikację grupy wielkości zbieżnych, wiodących oraz opóźnionych w stosunku do ogólnej sytuacji koniunkturalnej. Zmiany wskaźnikówzbieżnych odbywają się w tym samym czasie co zmiany w cyklu odniesienia, wahania wskaźników wiodących następują wcześniej niż w szeregu referencyjnym, natomiast wskaźniki naśladujące cechują się zmia-namipóźniejszymi niż całości gospodarki [m.in. M. Cieślak, 2002, s. 146]
Bezrobocie jest zmienną antycykliczną. W czasie fazy wzrostowej gospo-darki następuje spadek bezrobocia, gdyż dotychczasowibezrobotni znajdują zatrudnienie w rozwijającychsię przedsiębiorstwach [R.E. Hall, J.B. Taylor, 2000,ss. 143-146]. Natomiast w czasie recesji bezrobocie rośnie, gdyż z jed-nej strony spada normalny przepływ osóbniezatrudnionych (bezrobotnych lub nie stanowiących zasobu pracy) do grupy pracowników, z drugiej natomiast rośnie odpływ pracowników z zatrudnienia do bezrobocia [K. Śill, 1998].
Recesja, zwiększając bezrobocie, pociąga za sobą silne i długotrwałe za-kłócenie normalnej ścieżki wzrostu zatrudnienia [H. Bleakley, A.E.Ferris, 1999, s. 49]. Bezrobotni, którzy w czasie recesji pozostają bez pracy ponad rok i sta-ją się bezrobotnymi długookresowymi, masta-ją coraz mniejsze szanse na ponowne zatrudnienie. Stają się outsiderami na rynku pracy [B. Walsh, 2000, s. 121]
Osoby, które straciły pracę w czasie poprawy koniunktury, mogą ją łatwiej ponownie znaleźć niż pracownicy zwolnieni wczasie recesji. Pozostają zatem krócej bezrobotne. Jednocześnie wczasie poprawy koniunktury, gdy zagrego-wane bezrobocie spada, bezrobotni długookresowi mają większą szansę na odzyskanie pracy [M. Rosholm, 2001, s. 187]
Rynek pracyjest aktywny w czasie całego cyklu, następuje jednocześnie przepływ z bezrobocia do pracyi z pracy do bezrobocia. W czasie recesji pra-cownicy tracą pracę stając się bezrobotni, ale również część bezrobotnych znajduje zatrudnienie. Wynika to ze stosunkowoniskiego kosztu zatrudnienia pracowników w czasie recesji oraz uaktywnienia zawodowego osób, które do-tychczas nie były zainteresowanepodjęciem pracy [K. Sili, 1998]. Jednak w cza-sie recesji przeważa przepływ z zatrudnienia do bezrobocia, zwiększając tym samym ogólną liczbę bezrobotnych. Z kolei w czasie poprawy koniunktury liczba osób podejmujących pracę jest większa od tych, które ją tracą, zatem ogólne bezrobocie spada.
Przyczyn koniunkturalnych fluktuacji bezrobocia dopatruje się w wahaniach czynnikówkształtujących popyt i podaż pracy. Często podkreśla się znaczenie fluktuacji realnych wynagrodzeń, wynikających z cyklicznych ruchówcen i płac nominalnych dla zmian bezrobocia [T'M. Andersen, S. Hylleberg, 2000, s. 93].
Wahania bezrobocia równie często są tłumaczone przez szoki popytowe, zmieniające zapotrzebowanie na produkty, a w konsekwencji na pracowników, oraz szoki podażowe, które przez wprowadzenie nowychtechnologii reduku-ją zapotrzebowanie na pracę ludzką, jednocześnie generureduku-jąc jej wyższą wydaj-ność. Szoki w zagregowanym popycie przyczyniają się do fluktuacji w bezro-bociu w krótkim okresie, zaś wahania w średnim i długim czasie wynikają ze
Aleksandra Gaweł, Wpływ czynników konikturalnych na bezrobocie w Polsce 59 zmian w podaży pracy i zmiany wydajności pracy [M. Balmaseda, 2000, s. 22].
Bezrobocie w Polsce
Prace analizujące bezrobocie w Polsce akcentują jego strukturalny charakter. Transformacja gospodarkii zbliżające się wejście do Unii Europejskiej stwarzają konieczność przemian własnościowych, wzrostu sfery usługi rozwoju nowych ga-łęzi przemysiu. Powoduje to przenoszenie pracownikówdo bardziej efektywnych gałęzi gospodarki [P. Kubiak, E. Kwiatkowski, L. Kucharski, 2000, s. 821]
Powodów wysokiego strukturalnego bezrobocia w Polsce dopatruje się w ma-łej mobilności pracowników, czyli ich niskiej skłonności do zmiany zawodu, kwalifikacji, gałęzi gospodarki, miejsca pracy czy zatrudnienia (m.in. R Ku-biak, E. Kwiatkowski, L. Kucharski, 2000, ss. 836-837], (A. Newell, F. Pasto-re, M. Socha, 2000, s. 789], [E. Kwiatkowski, T. Tokarski, 1997,s. 347].
Napływ do bezrobocia jest spowodowany zwolnieniami pracowników zwią-zanymiz restrukturyzacją i prywatyzacją przedsiębiorstw. Ponieważ są to pro-cesy długotrwałe, zatem napływ do bezrobocia ma również charakter ciągły [A. Newell, F. Pastore, M. Socha, 2000, s. 789].
kolei do odpływu z bezrobocia do pracy przyczynia się wzrost PKB, pro-wadzący do wzrostu popytu na pracę,liczba zarejestrowanych bezrobotnych i zgłoszonych wolnych miejsc pracy oraz struktura regionalnego rynku pracy. Im bardziej rynek pracy w danym regioniejest zbliżony do nowoczesnychstruk-tur wrozwiniętych gospodarkach, tym silniejsze oddziaływania czynników ekonomicznych na odpływy bezrobocia [E. Kwiatkowski, .., 2001, ss. 25-39]. W okresie transformacji bezrobocie jest kształtowane przez niski odpływ z bezrobocia. Powoduje to stagnację zasobu pracy, niską rotację w bezrobociu i wysoki udział bezrobocia długookresowego [E. Kwiatkowski, L. Kucharski, 2000, ss. 200-203].
Założenia badawcze
Prezentowana analiza bezrobocia jest ujęciem strumieniowym, określają-cym przepływy pracowników pomiędzy zatrudnieniem a pozostawaniem bez pracy, gdyż takie spojrzenie może w większym stopniu pokazać dynamikę zja-wiska i związki z koniunkturą gospodarczą.
W badaniu zweryfikowano wpływ koniunkturyna kształtowanie się: —__ nowozarejestrowanych bezrobotnych, którzy stanowią o dopływie do
bez-robocia,
—__ bezrobotnych wyrejestrowanych z tytułu podjęcia pracy, pokazujących od-pływ bezrobocia do zatrudnienia.
Cyklem odniesienia, inaczej referencyjnym, który w możliwie syntetyczny sposób pokazuje ogólny poziom gospodarczy, została realna produkcja prze-mysłowa, czyli produkcja sprzedana przemysłu skorygowana o miesięczne
60 __ GOSPODARKANARODOWANr3/2003
wskaźniki cen. O wyborzetakiego cyklu odniesienia zadecydowała jego do-stępność w układzie miesięcznym.
Analiza opiera się na danych publikowanych przez GUS wmiesięczniku
Biu-letyn Statystyczny. Obejmuje okres od listopada 1992r. do czerwca 2002r. w
uję-ciu miesięcznym. Świadomie został pominięty okres początku lat 90., gdyż
występujące wówczas silne zmiany strukturalne zniekształciłyby obraz sytuacji. Szereg referencyjny oraz wskaźniki związane z bezrobociem zostały pod-dane procedurze dekompozycji, mającej na celu wyeliminowanie wpływu wa-hań sezonowych, przypadkowych i trendu, a wyodrębnienie zmian o charak-terze koniunkturalnym.W tym celu w programieStatistica zastosowano metodę dekompozycji Census 2. Uzyskano w ten sposób krzywe Hendersona, prezen-tujące połączoneelementy trendu i wahań koniunkturalnych. Z tych krzywych wyodrębniono trend stochastyczny. Następnie wyznaczono wahania koniunk-turalne, stanowiąceodchylenia od trendu.
celu określenia związków między sytuacją koniunkturalną a strumieniowy-mi wskaźnikastrumieniowy-mi bezrobocia przeprowadzonoanalizę korelacji i regresji liniowej.
Wyniki badań
Wyodrębnione wahania koniunkturalne w cyklu referencyjnym, liczby no-wozarejestrowanych bezrobotnychi bezrobotnych wyrejestrowanych z tytułu podjęcia pracy prezentuje wykres 1.
kres 1. Whania koniunkturalne w cyklu referencyjnym, bezrobotnych nowo zarejestrowanych 1 wyrejestrowanych z tytułu podjęcia prac
Aleksandra Gawel, Wpływ czymników koniunkauralnych na bezrobocie w Polsce 61
We wszystkich badanych wskaźnikachwystąpiły górnei dolne punkty zwrot-ne. Oddzielają one wyraźnie kształtujące się okresy wzrostowei spadkowe. Można zatem określić długość faz i amplitudę wahań. Szczegółową charakte-rystykę wahań wskaźników przedstawiatablica 1.
Pierwszym zarejestrowanym punktem zwrotnym był szczyt w nowo reje-strowanych bezrobotnych, który nastąpił w maju 1993 r. Miesiąc później na-stąpił dolny punkt zwrotny w liczbie bezrobotnych wyrejestrowanych z tytułu podjęcia pracy, a następnie zwrot dolny w szeregu referencyjnym. Taka kolej-ność zwrotów wynika z faktu, że napływ do bezrobocia jest antycykliczny, a odpływ z bezrobocia procykliczny.
W dalszym okresie została zachowana sekwencja czasowa między zwrota-mi we wskaźniku wyrejestrowanych bezrobotnychz tytułu podjęcia pracya zwro-tami w cykłu referencyjnym. Odpływ z bezrobocia następował z kilkumiesięcz-nym wyprzedzeniem w stosunku do szeregu referencyjnego, ale były to zwroty tego samego charakteru.
Tablica 1 Charakterystyka wahań cyklicznych szeregu referencyjnego, bezrobotnych nowo zarejestrowanych
1 wyrejestrowanych z tytułu podjęcia pracy
CH rerenczjny "Bezrobotni nowo zarejestrowani Bezrobotniwyrejesrowani 2 tytułu podjęcia pracy Daa Warość [Amplituda Data Warość |Ampliuda| Dam Waność |Ampliuda punktu wskaźnika punktu wskaźnika punktu wskaźnika
|zwrotnego| w punkcie zwrotnego w punkcie zwrotnego w punkcie
„rolnym zwrotnym „zwrotnym
05 9178 0555 10447 0653 8323
zwrot zwrot zwrot
„dolny „górny. doly
0495 10835 1355 055 ss| 870 1254 IS5a 2504
zwrot zwrot zwrot
„górm dolny „górny.
11% 958 785 1155 moss 147 01% 54 1035
zwrot zwrot zwrot
dolny „górny doly
0258 tss 6a |losr sam 225 |ois7 10850 1066
zwrot zwrot zwrot
gó dolny gómy
0.89 ss na [0158 nias 2506 00% zr 55
zwrot zwrot zwrot
doln „górny. dolny
1000 16% 1rse 620. 9651 1452 |0100 Igża 1503
zwrot zwrot zurot
zóny
dolny „góry.
Źródło: opracowanie własne
Wahania wskaźnika nowo zarejestrowanego bezrobocia nie miały jedno-znacznego związku z cyklem odniesienia. Zgodnie z teorią kształtowanie się obu wskaźnikówprzebiega w przeciwnych kierunkach. Faza wzrostowa w
cy-62 - _ GOSPODARKA NARODOWANr 3/2003
klu odniesienia przyczynia się do spadku noworejestrowanych bezrobotnych, zaś faza spadkowageneruje zwiększenieliczby bezrobotnych. Natomiast w
pra-wie 10-letnim badanym okresie taką prawidłowość można zaobserwować tyl-ko między listopadem 1996 r. a marcem 2000 r,czyli przez 3,5 roku. W po-zostałych latach nie można zaobserwować antycyklicznegocharakteru napływu do bezrobocia.
"Tablica 2 Korelacja wzajemna między cyklem odniesienia a wahaniami koniunkturalnymi
w bezrobotnych nowo zarejestrowanych i wyrejestrowanych z tytułu podjęcia pracy
owo zarejestrowania bezrobotni Bezrobotni wyrejcztrowani 7 tytułu podjęcia pracy Okresy Korelacja wzajemna] Bląd standardowy Korelacja wzajemna Błąd standardowy opóźnień 1-15 03507 0055503 DISTZ 0055508 1-4 0304978 0055015. -0.04581. 0.095015 1-3. 028715 0.0853 10.054363. 10.098533 1-12 0266871 0098058. 0135712 0.095058 1-1 0239873 0.0575 0213867 | 005759 1-10 0205133 0057129 0282401 | 0097125 1-5 0.160122 0056674 0353506 | 0096674 5 0.10487 0056225 0430201 | 0096225 1-1 10.045242 005783 0508746 | 0095783 1-6 001025 0095346. [0055346 1-5 -0.05478. 004916 0054916. 1-4 „008681. (0094491 0.094491 1-3 -0.11055 (0054072 0.054072 1-2 0.1329 0.0565 0.093659 1 0.1502 0.0325 0.0325 10 -0.15683 10.052548. 10.052848 141 -0.13633 0.09325. 005325 +7 009187 0093659 0093659 1+3 -0.03088. 0.094072 0054072 +4 003578 0.054491 0094491 +5 0057246 0054916 001985. 0054516 1>6 014552 0.095546 -0.09636. 0.095546 +7 0177455 -0.15834 0095783 +8 0.152848 -02069 0.0962235 1+9 0.152877 02519 0096674 110 080582 -02T38T. 0057129 tell 0.16022 029051. 0.09759 12 0.156461 029135 10.038058 113 0111808 027502 0.058533 + 140086139 -023275. 0059015 +15 0056542 -0.19855. 0059504.
Źródło: opracowanie własne
Porównano amplitudy wahań koniunkturalnych. Cykl referencyjny odzna-czał się najmniejszą średnią amplitudą wahań, zaś największą nowo zareje-strowani bezrobotni. Jednocześnie amplituda wahań w noworejestrowanych bezrobotnychjest większa niż w bezrobotnych wyrejestrowanychz tytułu pod-jęcia pracy. Analogiczne obserwacje poczyniono w gospodarkach rozwiniętych
Wpływ czymików koniankcurainych na bezrobocie w Polce
63
(H. Bleakley, A.E. Ferris, 1999, s. 53]. Świadczyćto może o tym, że nie wszy scy rejestrujący się bezrobotni trafiają z powrotem na rynek pracy.
By zbadaćsiłę związków między cyklem referencyjnym a strumieniami bezrobotnych, przeprowadzonoanalizę związkówkorelacyjnych z uwzględnie-niem przesunięć czasowychdo15 miesięcy, której wyniki przedstawiatablica 2. Korelacja między szeregiem odniesienia a noworejestrowanym bezrobo-ciem jest ujemna dla najbliższych przesunięć czasowych (od t-6 do t+3). Jed-nak wartość współczynnika korelacja jest statystycznie nieistotna.
Korelacja między nowo zatrudnionymi bezrobotnymi a cyklem odniesienia jest dodatnia i istotna ze statystycznego punktu widzenia. Współczynnik kolacji rośnie wówczas, gdy odpływy z bezrobocia do pracy wyprzedzają cykl re-ferencyjny o kilka miesięcy.
W kolejnym kroku przeprowadzonoregresję krokową postępującą między cyklem odniesienia jako zmienną zależną a przepływami z bezrobocia do za-trudnienia i z zaza-trudnienia do bezrobocia jako zmiennymi niezależnymi. Uwzględnionow niej przesunięcia czasowe zmiennych niezależnych, czyli opóź-nienia i wyprzedzenia do 6 miesięcy (od 1-6 do t+6). Wyniki modelu najlep szym współczynniku determinacji prezentuje tablica 3.
Tabela 3 Podsumowanie regresji cyklu referencyjnego
2 wwzględnieniem przesunięć czasowych zmiennych niezależnych Podzumowanie regregji zmiennej zalznej: cykl rełerencpjny
'R=.73359157 R2=53815659 Popraw. R -2=.52901117. JF2.101)=58.544 p<.00000 Błąd sd. cstymacj: 2.4582.
Biąd st. Błąd s
BEM BETA B B Or) poziom p
wolny. ALB |_66%68% _61559_|_12TEG
BFP 15 0751535 006811 0425184 0039762 __10.69518 268E18 NB +5. 0234995 0068411 0163856 0087504 342769 0000582. Źródło: opracowanie własne
Regresja szeregu referencyjnego jest następującą funkcją: CR = 41,18 + 0,43*BPP,s + 0,16*NB,., gdzie:
CR- cykl referencyjny,
BPP,s — bezrobotni podejmujący pracę z wyprzedzeniem 5 miesięcy, NB,,s — nowozarejestrowani bezrobotni z opóźnieniem 5 miesięcy. Wartość skorygowanego współczynnika determinacji RŻ wynosi (0,53), co oznacza, że w 53% zmianyw szeregu referencyjnym są tłumaczone przez za-stosowaną funkcję regresji.
64 GOSPODARKA NARODOWANr3/2003 Wahania cyklu referencyjnego i modelu opracowanego na podstawie stru-mieniowegoujęcia bezrobocia z uwzględnieniem przesunięć czasowych pre-zentuje wykres 2.
Wykres 2. Wahania koniunkturalne cyklu odniesienia i modelu regresji zbudowanego w oparciu o strumienie bezrobocia
Źródło: opracowanie własne
Modeldość dobrze oddaje wahania zmiennej objaśnianej, niezgodność kie-runku wahań w modelu i danych wyjściowych miała miejsce jedynie na prze-łomie 1996 i 1997r.
Istotne dla budowy modelu okazały się odpływy z bezrobocia do pracy wyprzedzeniem 5-miesięcznym oraz przepływy z pracydo bezrobocia z opó nieniem 5 miesięcy.
wyrejestrowanych bezrobotnychz tytułu podjęcia pra-jest dodatni, co pozwala sądzić, że pra-jest to zmienna procykliczna. Poprawa koniunktury zwiększa liczba osób, które przechodzą z bezrobocia do zatrudnienia. Recesja zaś zmniejsza ilość odpływów do pra-cy. Jest to zatem zależność zgodnaz teorią cykli koniunkturalnych
Jednocześnie zmienna ta okazała się wyprzedzająca w stosunku do cyklu odniesienia. Wynik ten można interpretować w połączeniu z zachowaniem przedsiębiorstw w czasie cyklu koniunkturalnego.
Aleksandra Gaweł, Wpływczymnikówkoniunktwralnych na bezrobocie wPolce 65
W czasie poprawy koniunktury aktywność uruchamiają nowefirmy, które wykorzystują dobry moment gospodarczy na znalezienie swojego miejsca na rynku. Aktywność tej grupyfirm na rynkupracy w zakresie zatrudniania pra-cowników mazatem charakter wyprzedzający.
W czasie pogorszenia koniunktury firmy mają skłonność do swego rodza-ju przechowywania pracowników. Wstrzymują się z redukcją zatrudnienia, ak-ceptując niższą pracę w czasie recesji, z obawy przed wysokimi kosztami za-trudniania i wdrażania pracowników w czasie poprawy koniunktury. Ta grupa przedsiębiorstw ma zatem rezerwę potencjału pracowniczego, który wykorzy-stuje w momencie poprawy koniunktury. Wzrost zatrudnienia z ich strony jest zatem opóźniony w stosunku do cyklu referencyjnego.
Można zatem przypuszczać, że wyprzedzający charakier odpływu z bezro-bocia do pracywynika z aktywności nowo powstałych przedsiębiorstw.
Jednocześnie poprawa koniunktury może powodowaćefekt psychologicz-nywśród bezrobotnych. Widząc lepsze perspektywy na podjęcie pracy, bezro-botni uaktywniają swoje poszukiwania zatrudnienia, co przynosi efekt w po-staci większego odpływu z bezrobocia do pracy.
Wahania wliczbie nowo zarejestrowanych bezrobotnych okazały się opóź-nione wstosunku do cyklu referencyjnego, a współczynnik funkcji regresji no-worejestrowanych bezrobotnych jest dodatni, co nie odpowiada teorii cykli. W badanychlatach tylko między listopadem 1996 r. a marcem 2000 r., czyli przez 3,5 roku, zmienna ta była antycykliczna. W pozostałym okresie liczba noworejestrowanychbezrobotnych zachowywała się procyklicznie. Taka sytu-acja spowodowała słabą i mało jednoznacznązależność między przypływami do bezrobocia a cyklem referencyjnym.
Świadczyć to może o występowaniu zjawiska przechowywania pracownikó w czasierecesji. Powoduje to, że odpływy z pracy do bezrobocia nie mają
jed-noznacznie antycyklicznego charakteru w stosunku do cyklu referencyjnego.
Wnioski końcowe
W strumieniowych wskaźnikach bezrobocia w Polsce w latach 1992-2002, czyli liczby nowo rejestrowanych bezrobotnych i bezrobotnych wyrejestrowa-nych z tytułu podjęcia pracy, po usunięciu wpływu czynników sezonowych i przypadkowych, można wyodrębnić wahania koniunkturalne, identyfikowa-nejako odchylenia od trendu rozwojowego.
Amplituda wahań cyklicznych we wskaźniku nowo rejestrowanych bezro-botnychjest wyższa niż w bezrobotnych podejmujących pracę. Sugeruje to, że nie wszystkie osoby, które tracą pracę, wracają do zasobu pracy.
Związek bezrobocia w ujęciu strumieniowymz ogólną sytuacją gospodar-czą, prezentowanąprzez szereg referencyjny, nie jest jednoznaczny.
Występuje wyraźny związek między ogólną sytuacją koniunkturalną a liczbą bezrobotnych, którzy podejmują pracę. Związek ten pokazuje,że liczba bezro-botnych odpływających do zatrudnienia jest procykliczna i wyprzedza ogólny
66 GOSPODARKA NARODOWANr3/2003 poziom aktywności gospodarczej o 3-5 miesięcy. Można to tłumaczyć aktyw-nością nowo tworzonych przedsiębiorstw, które wykorzystując poprawę ko-niunktury szukają swojego miejsca na rynku i w związku z tym zatrudniają pracowników z pewnym wyprzedzeniem w stosunku do cyklu referencyjnego.
Natomiast odpływ z pracy do bezrobocia, który zgodniez teorią powinien być antycykliczny, zachowywał się w ten sposób tylko w latach 1996-2000. W pozostałych okresach objętych badaniem był procykliczny. Nie można za-tem jednoznacznie określić związków między sytuacją koniunkturalną a liczbą noworejestrowanychbezrobotnych. Pozwala to jednak przypuszczać,że część przedsiębiorstw zatrzymuje pracowników mimorecesji, chcąc uniknąć kosz-tów ponownego zatrudniania w czasie poprawy koniunktury.
Bibliografia
Andersen TM., Hylleberg S. [2000], Soureces ofpersisience in employment adjustment - Denmark 1974.83, Oxford Economic Papers, January.
Balmaseda M., Dolado J.I., López-Salido J.D., [2000], The dynamie effects of shocks to labour markets: evidence from OECD countries, Oxford Economic. Papers, January
Barczyk R., [1989], Teoretyczne podstawy statystycznych analiz współczesnych wakań koniunktu-ralnych, GUS- PAN, Warszawa.
Biuletyn Statystyczny, Główny Urząd Statystyczny, Warszawa, 1992-2002.
Blcaklcy H, Ferris A.E., [1999], New Data on Worker Flows During Business Cycles, New En-gland Economic Review, July/August.
Cieślak M., [2002], Prognozowanie analogowe, w: Prognozowanie gospodarcze. Metody i zastoso-wania, red. nauk. M. Cieślak, PWN,Warszawa.
Gogolewska J., [2001], Regulowanie rynku pracy, w: Polityka gospodarcza, praca zbiorowa,red. nauk. B. Winiarski, PWN, Warszawa.
Hall R.E., Taylor J.B., [2000], Makroekonomia, PWN, Warszawa.
Koniunktura gospodarcza, [1982], red. nauk. Z. Kowalczyk, PWE, Warszawa.
Kubiak P,, Kwiatkowski E., Kucharski L., [2000]. Mobilność międzygałęziowa i wewnątrzgałęzio-wa siły roboczej w Polsce wlatach 1994-1998, Ekonomista nr 6.
Kwiatkowski E., [2002], Bezrobocie. Podstawy teoretyczne, PWN,Warszawa.
Kwiatkowski E., Kaczorowski B, Rogut A., Tokarski T., [2001], Uwarunkowania integracji Polski 2 Unią Europejską wdziedzinie zatrudnienia i bezrobocia. Implikacje integracji z UE dla z irudnienia i bezrobocia w Polsce, IPiSS, Warszawa.
Kwiatkowski E., Kucharski L., [2000], Przepływy siły roboczej między zatrudnieniem,bezrobociem i biemością zawodową, w: Mobilność zasobówpracy. Analiza i metody symulacji, red. E. Kryńska, IPISS, Warszawa.
Kwiatkowski E., Tokarski T., [197]. Efekty polityki państwa wobec rynku pracy wPolsce. Anali-za na podstawie fimkcji dostosowań, Ekonomista nr3
Kydland FE., Prescott E.C., [1990], Business cycles: Real facis and a monetary mydk, Quarterly Review (Federal Reserve Bank of Minneapolis), Spring.
Long Jr. 1.B., Plosser Ch.I, [1983], Real Business Cycles, Journal of Political Economy, February. Newell A., Pastore F, Socha M. (2000), Niektóre czynniki kształtujące regionalną strukturę
bezro-bocia w Polsce, Ekonomista nr 6.
Rosholm M., [2001], Cyclical variations in unemployment duration, Journal of Population
Eco-nomics, Springer-Verlag.
Aleksandra Gaweł, Wpływ czywników konianktwalnych na bezrobocie wPosce 67
Sill K., (1998), Restricturing during recessions: a silser lining in the cloud?, Business Review, MayjJune.
SochaM, Sztandeska U, [2002], kule podtwyberoocia w Rose, PWN, Warszawa
WalshB., [2000], Cyclical and structuralinfluences on Irish unemployment, Oxford Economic Papers, January.
Welfe W,, Welfe A. Florczak W, Sabanty L., [2001], Długookresowy ekonometryczny model WS-D gospodarki polskiej. Założenia i wynikiestymacji, w: Ekonometryczny model wzrostu gospodar. czego, red. W. Welfe, Wydawnictwo Uniwersytetu Łódzkiego, Łódź.
IMPACT OF CYCLICAL FACTORS ON UNEMPLOYMENT Summary
Thearticle analyses the issue of flows between employment and unemployment over the business cycle in Poland. Relationships were examined between the reference cycle, measured by real production and the number of newly registered unemployed persons and persons removed from unemployment rolls who received jobs.
A decomposition procedure was applied to data in order to separate cyclical
fluctuations,seen as a deviation from trend. Correlation and regression analyses were
carried out next.
Tt was found thatthe outflow from unemploymeni to employment was a procyclical variable, increasing in upswing phases of the business cycle, and decliningin ils downswing phases. At the same time,that variable precedes the reference cycle, which suggesis labour market activity of enterprises established over the business cyce.
On the other hand,flows of registered unemployed persons do not present an unequivocal pattern over the business cycle.This allows to suspectthatfirmstend to hoard labour in a recession.
